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[朱青] 【2020年10月19日】朱青等:财政支农政策与农民收入的实证研究

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2021-8-25 15:30:41 | 显示全部楼层 |阅读模式
朱青等:财政支农政策与农民收入的实证研究


本文作者:
朱青,中国人民大学财政金融学院教授,人大财税研究所首席教授
卢成,中国人民大学财政金融学院博士生


内容提要:本文利用2009—2015年全国农村固定观察点数据,通过收入流动性矩阵和面板分位数回归的方法对财政支农政策尤其是农业补贴政策的支农效果进行了实证检验。计量结果表明,财政补贴没有显著改善农村居民的收入流动状况,虽然对中低收入农户有一定正面影响,但总体上不会改变整个农村的收入分配格局。但是,财政补贴有助于缓解农村的绝对贫困,可以有效增加低收入群体的收入。但相比于其他财政转移性支出,农业补贴发挥的减贫作用并不具有优势。为了提高补贴政策的精准度,本文建议对现有补贴方式进行调整,即不再将普惠制补贴与土地面积简单挂钩,而是将整个补贴归为两类:一部分与农村低保资金整合支持农村弱势群体,另一部分通过支持农业保险和担保等方式重点补贴适度规模经营主体以及支持农业社会化服务体系建设。

一、引 言
由于城乡二元体制的存在,农村居民收入水平一直较城镇居民有较大差距。虽然越来越多的农村居民从纯农户向非农户和兼业户转变,但城镇居民和农村居民的收入差距并未从根本上得到改善。2018年,城镇居民和农村居民的收入比仍然高达2.68倍。为了保障和提高农民收入,进而间接保持农业生产的稳定,国家一直把保障农民收入作为财政支农政策的一个重要目标。作为农民转移性收入的重要来源之一,财政支农投入直接和间接影响着农村居民的收入水平,引起了众多学者的关注,他们从不同角度对此进行研究。Clark(2008)从范围更广的公共转移支付入手,认为公共转移支付会降低个体提高收入的努力程度,尤其是不合理的制度设计会形成过高的边际税率,即个体其他收入的增加可能会让其丢失获得公共转移支付的机会,从而形成公共转移支付养懒人的激励机制。国内学者从财政支农政策这一具体领域入手,研究其对农民收入分配状况的影响。张玉梅等(2015)通过对贵州3个贫困村的跟踪调查研究发现,财政支农政策对低收入组农民向中高收入组流动具有重要作用,但主要表现为直接增加转移性收入,对改善农民生产经营状况进而长远增加农民收入的作用不明显,导致流向中高收入组的农民有着较高返贫的可能。程名望等(2015)利用Koenker和 Passett(1978)提出的分位数回归模型,研究得出了财政支农政策对高收入组农民的正面影响大于低收入组农民的结论,进而认为财政支农政策虽然有助于提高农民的绝对收入水平,但不利于缩小农民间的收入差距。万海远等(2015)认为,财政资金偏向于被富裕村庄和高收入农民获得,由此扩大了村庄间和农村内部的收入差距,基础设施类资金对富裕农民的影响更明显,而福利类资金的收入分配效应则不明显。张琛等(2019)则采用Shapley 值分解法按照收入来源对农户收入极化指标进行分解,结果表明转移性收入对缓解农户收入极化具有稳健的正向影响。严斌剑等(2014)则从农民人均家庭收入流动的角度分析了财政支农政策的影响,基于Shorrocks(1984)和Fields(2001)提出的收入流动矩阵及其分析框架,研究提出虽然总体上中低收入阶层的农民有收入固化的趋势,但财政支农政策仍然可以降低农民收入位置下降的概率。郭庆旺等(2016)则系统论述了中国政府转移性支出对居民收入分配的影响,其中政府转移性支出可降低农村居民收入不平等程度2个百分点以上。解垩(2010)的研究结论则恰恰相反,他认为私人转移支付对缓解农村居民收入不平等有用,但公共转移支付则没有任何作用,原因主要在于公共转移支付的覆盖面有限,且瞄准机制上有较大问题。

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除了关注财政支农政策对收入分配的影响,一些学者也就其对绝对贫困的影响展开了研究。程名望等(2018)使用2003—2010年的农村固定观察点数据,利用Probit模型对农户贫困问题的影响因素进行了分析,认为惠农政策对农民贫困没有直接影响,主要是因为惠农政策是生产导向的,而绝对贫困户普遍缺少物质和人力资本积累,不能较好地从事农业生产。崔景华等(2018)使用Probit模型,利用中国家庭追踪调查(CFPS)2010年和2014年的数据进行分析,认为直接拨付的转移支付对贫困减轻没有作用,长期来看甚至有加剧作用,正面作用最大的是教育和农业水利生产投资。但崔景华等(2018)使用的CFPS数据有一个缺陷,即样本数据本身不包含自身获得财政补助的情况,模型中的人均财政补助实际上是所在村获得的财政补助除以村常住人口得到的,这就可能对模型估计结果产生重要影响。龚维进等(2018)利用2007—2013年地市级面板数据研究了财政支出的减贫效应,认为财政支出中的农林水利事务支出在中西部地区减贫效应非常显著。但其模型中减贫效应以人均收入水平代替,实际上没有涉及绝对贫困问题。王娟(2012)利用1994—2004年的省际面板数据分析财政支出对绝对贫困的影响,认为农业公共支出对农村贫困发生率的影响不显著,但社会救济支出可以显著降低农村贫困发生率。


通过上述文献回顾不难发现,大多数学者的研究主要集中于财政支农政策与农户收入不平等,关于财政支农政策对绝对贫困影响的研究则少有涉及。即使有此类研究,也没有将财政支农政策放在整个农村现行的民生保障政策中进行系统分析,而且多数研究采用的数据都是2010年以前的中国住户收入调查数据(CHIP)或者农村固定观察点数据,没有反映近几年财政支农政策快速调整和支农支出大幅增加的背景。为此,本文采用2009—2015年农业部农村固定观察点数据,通过收入流动性矩阵和面板分位数回归的方法着重考察了财政支农政策尤其是农业补贴政策对收入不平等和绝对贫困群体的影响。

二、农民收入和农业补贴的基本情况——来自固定观察点数据的描述性统计分析
(一)数据基本说明
本文在借鉴以往研究的基础上对固定观察点数据存在的不平衡问题进行了处理,共分为两步进行处理。其中,第一步筛选方法是利用欧式距离调整法尽量筛选出相对平衡的面板数据,确保剩余的样本在不同年度间出现的频率基本一致。假设连续年度间样本家庭的房屋建筑面积、土地面积、地块数量变化很小,此步骤删除了家庭识别码相同的家庭中,连续两年观测值之间平方差之和的平方根大于0的样本,样本清洗到了83697个,累计删除比例41% 。第二步,详细考察各个类别农民收入,将农户家庭全年总收入缺失、0值、极端值(如超过100万的样本)删除,并删除了各分项收入之和(家庭经营收入、工资性收入、财产性收入、转移性收入)与农户家庭全年总收入差异较大的样本,最终将数据清洗至47752个,形成研究的基础样本集。两次累计删除比例为66.46%。


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(二)农民收入情况
2009—2015年,样本农户人均收入水平从8302元增长到15637元,年均增长11.1%。分年看,人均收入的增速不断降低,从2010年的17.9%下降到2015年的5.6%,反映出农民收入增长的动能正在减弱。需要说明的是,样本农户的人均收入水平高于国家统计局同期公布的农村居民人均可支配收入,主要是因为固定观察点数据反映的人均收入没有扣除家庭经营费用和税费等,因此得出的数值偏大。从地区看,东部地区收入最高,达到16895元,其次是中部和东北地区, 最低的是西部地区,为12070元。东部地区人均收入是西部地区人均收入的1.4倍。调查期间,东部和西部的收入差距从1.45倍缩小到1.13倍,反映出地区间的收入差距正在不断缩小。收入增速方面,西部地区收入增速最高,达到12.7% ,东部其次,最低的是东北地区,年均收入增速为10.1%。

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从收入结构看,家庭经营收入仍然是农民最重要的收入来源,收入占比达到 52.2%。工资性收入位居次席,占比达到37.5%。程名望等(2015)利用2003—2010年固定观察点数据研究农户收入构成时,占比最高的同样是家庭经营收入,比重达到57.8% ,而同期工资性收入比重为27.2%。两组数据对比,说明近年来农户收入中经营收入处于下降趋势,越来越多的农民通过外出务工获得工资性收入,且工资性收入占比增幅很快。除此以外,本文计算的财产性收入和转移 性收入占比分别为3.5%和6.7% ,而程名望此前计算的为6.3%和8.7%。与之相比可以看出,财产性收入虽然绝对规模有所增加,从2009年的229元增加到2015年的595元,但占比下降了约3个百分点,说明财产性收入没有与总体收入增速保持同步,占比正在被稀释。转移性收入虽然从528元增加到1118元,绝对规模增长了一倍以上,但占比也下降了约2个百分点,同样说明来自私人和政府的转移性收入增速没有和收入呈现同步增长的趋势。


(三)农业补贴概况
2009—2015年,农民的人均转移性收入为836元。其中,政府补贴收入达到321.9元,占转移性收入的比重为38.5%,是转移性收入重要的组成部分。来自家庭非常住人口的汇款以及城市亲友的赠送有142.1元,占到转移性收入的17% 。需要说明的是,来自保险年金和医疗报销的收入虽然也占到了17.8% ,且这类收入通常也以政府补助的形式发放,但多是基于已经发生的支出或者是历史缴费给予的补偿,严格意义上说不是真正的转移性收入。


农业补贴是财政支农政策中的重要组成部分。在政府补贴收入中,农业补贴达到255.6元,合计占比达到79.4% ,其次是各类救济救灾款,金额为63.4元,占到19.7% 。全部47752个样本农户中,2009—2015年间获得过农业补贴的农户有46462个,占比为97.3% 。其中,每年均获得过农业补贴的农户有39018个,占比为 81.7% ,这说明农业补贴政策具有一定的稳定性,获得农业补贴的人群在年度间变化不大。农业补贴中,农机具购置补贴和退耕还林还草补贴都有特定的补贴对象和任务目标,并不是普惠制的。一般农户均可获得的补贴主要是粮食直接补贴、农资综合补贴、良种补贴(以下简称“三项补贴”),“三项补贴”人均达到232.3元,占人均收入的1.9%。其中,最高的人均补贴8.5万元。按调查的全部样本平均每户有3.8人和7.3亩耕地计算,户均可获得补贴882.4元,亩均可获得补贴约120.9元。


虽然固定观察点的调查表区分了农业补贴的具体类型,包括退耕还林还草、直接补贴、农资综合补贴、良种补贴以及农机具购置补贴等,但在各地的实际发放过程中,通常都是在每年的6月30日前,由当地财政部门通过惠农“一卡通”直接将补贴发放给农户的,绝大多数农户并不知晓发放的补贴具体项目和构成是多少。2016年“三项补贴”合并成为耕地地力保护补贴后,更没有区分具体补贴类别的必要了。本文侧重研究农业补贴作为一个整体对农民收入的影响,因此接下来不再区分具体的补贴类型。

三、财政支农政策与收入不平等
(一)财政支出与收入分配公平程度
基尼系数是经济学上综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标,由于其对通货膨胀不敏感,因而能较好地反映收入分配的公平程度。直观来看,2009—2015年样本农户人均收入的基尼系数年平均为0.3331。分年看逐年降低,从0.3517下降到0.3119,下降了11.3%,显示出农户间的收入差距不断缩小。结合收入变化来看,2009—2015年间农户总体上呈现出收入不断增长、收入差距不断缩小的状态。朱诗娥等(2018)基于农村固定观察点数据测算2015年的基尼系数大约为0.33,与之相比本文测算的结果略低,可能是因为本文数据筛选的标准更严,删除了更多的极端值。根据国家统计局公布的基尼系数,2010—2015年全国居民可支配收入的基尼系数从0.490下降到0.462,同样呈现出稳步降低的趋势。与全国数据对比,可以看出农村居民的收入差距要远低于总体的收入差距。这一方面说明农村内部的收入分配状况相对合理,另一方面也说明城乡差距是造成全国收入差距较大的主要原因。从长期看,如果将 2009—2015年作为一个完整的时间段,则农村居民人均收入的基尼系数为0.323,比分年计算的基尼系数平均低0.01,反映出年度间农户收入有波动,从更长跨度上看收入分配状况会更均等。


为了直观判断财政支农支出对收入分配的影响,我们将家庭人均收入中的农业补贴收入扣除,分析剩余收入的分配情况。如图2所示,2009—2015 年,扣除农业补贴后的人均收入基尼系数也呈现出稳步下降的趋势,从0.3427下降到0.2922,下降了14.7% ,降幅高于全口径农民人均收入的基尼系数下降比例。分年看,窄口径收入每一年的基尼系数也都低于全口径收入的基尼系数,说明农业补贴对改善收入分配状况具有反作用。以下我们从村庄和农户两个维度,分析农业补贴的投向与村庄、农户特征的关系。


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在比较农户特征前,本文按照人均每年获得农业补贴金额对农户进行了归类和划分。其中, 每年获得补贴金额在均值以上的农户定义为该户获得了农业补贴的有效支持,反之则没有得到有效支持。我们比较了获得有效支持农户和没有获得有效支持农户的部分特征。具体而言,获得有效支持农户的人均耕地面积为6.35亩/人,年初户均耕地面积为22.89亩; 没有获得有效支持农户的人均耕地面积为1.47亩/人,年初户均耕地面积为5.32亩。乡村干部担任情况没有明显差 异,获得有效支持的农户为1.963,没有获得有效支持的农户为1.967。总的来看,拥有土地较多的农户获得的补贴也较多,同时这一群体的收入也相应较高。从这点看,验证了前文分析的农业补贴对个体无均等化效应的判断,收入越高、耕地越多的农户获得了更多农业补贴。


除农户外,固定观察点还开展了村庄层面的调查。从村庄看,如果当年全村获得的政府补贴剔除直接发给农户个人的补贴后大于等于1万元,则定义该村获得了有效的财政支农资金支持,反之则没有得到有效支持。我们比较了获得有效支持村庄和没有获得有效支持村庄的部分特征。其中,经济发达程度居所在县水平没有明显差异,获得有效支持的村为2.83,没有获得有效支持的村为2.87,均处于中等到中上等之间。但全村人均纯收入有明显差异,获得补贴的村人均纯收入为6880元,而没有获得补贴的村达到了8601元,比前者高出25% 。村干部的数量也有一定差异,获得补贴的村干部数量平均为5.71个,而没有补贴的村干部数量平均为6.17个,比前者高出 8.1% 。常住人口的土地面积差异较大,获得补贴的村常住人口人均土地面积为7.42亩,而没有获得补贴的村人均土地面积为 5.68 亩,前者比后者高出30.6%。综合来看,获得补贴较多的村更多是人均收入相对偏低、人均耕地面积更多且乡村治理偏弱的村庄。从村庄层面看,财政补贴(不包括直接发放给农户个人的补贴)具有一定的再分配功能。


(二)财政支出与收入流动性
基尼系数可以折射居民收入差距,但由于它反映的是收入分配的静态状况,所以只要居民收入在一定时间跨度内存在显著的流动性,从长期看收入分配状况也会趋于平稳。因为人的禀赋有差异,所以不同人的收入水平就有差异。如果在初次分配环节就只强调公平,通常会以损失经济活动的效率为代价。但如果社会收入分配状况一直保持极度不平等的状态,长期看也不利于经济增长,更不能让多数人分享经济发展的成果。所以,收入流动性是兼顾经济增长效率与保持社会 相对公平很重要的工具。收入流动包括两个层面的含义,一是收入绝对值的流动,二是收入排序的流动。前者主要是指收入并不是一成不变的,但其并不直接影响收入分配的状况。如果高收入群体的收入变动速度高于低收入群体,则收入分配状况还可能出现恶化。后者才是本文所定义的流动。以某个居民为例,主要是指其收入增速高于其他居民,从而导致该居民在整个社会收入分配中的相对位置发生变化。


由于收入流动源于收入增减,所以影响收入流动的因素本质上是收入影响因素的放大。考虑到农民的收入主要包括生产经营收入、财产类收入、转移类收入等,因此影响收入流动的因素通 常有以下几类。第一类是生产经营要素,包括劳动力数量、土地规模、教育水平变化以及非农就业的机会。第二类是财产价值变动,包括征地补偿、村集体或合作社分红等。第三类是外部转移收入,包括农业补贴等财政补贴、他人赠予收入等。从短期来看,如果想加速农村居民的收入流动,很难通过改变要素的数量和质量来增加收入,而征地补偿、他人赠予等也属于不可控的外部因素。真正可由农户自我决策或可由政府控制的主要是两个途径: 一是通过参与非农就业增加收入;二是增强政府补贴特别是农业补贴的再分配功能,将补贴更多投向贫困家庭,通过削峰填谷的制度设计影响收入分配。但由于政府补贴在收入中占比不高,所以其对收入流动的影响不会是决定性的。


收入流动性的测量方式有很多种,严斌剑等(2014)详细介绍了常见的流动性指标,本文就不再具体论述。总的说来,第一类是基于基尼系数设计的流动性测量指标,它是将特定周期内总的 基尼系数与各期基尼系数的加权平均数相比较,但该指标的缺点是不能反映个体的收入变动信息,极端的情况是如果两个个体的收入颠倒,则从基尼系数看没有变化,但实际上收入流动性可能很强。第二类是收入变动衡量指标,主要是度量全部样本收入绝对或相对变化的平均程度,但这类指标只能看到绝对收入水平的变化,看不到收入分配状况的变化。第三类是反映收入位置移动的指标,主要是基于收入矩阵这一工具,看样本调查期内在不同收入分组中位置移动的情况。但这种方法容易受分组数量限制,如果组数不够多,往往一些不明显的收入流动容易被过滤,不能全面反映收入的移动情况。以下用两种常见的方法度量收入的流动性以及补贴对流动性的影响。


1.收入矩阵法
收入矩阵是研究收入流动性变化最常见的政策工具,他将某一时间节点的样本根据收入高低分成N组,再计算另一时间节点每组的收入变动情况,以概率的形式形成一个N*N的矩阵。以表2为例,将2009年样本农户的家庭收入划分为10组,2009年最低收入组(第1组)的样本2010年时仍在最低收入组的比例为73% ,而进入较高收入组(如第2组)的比例则为15% 。可以看出,收入矩阵对角线上的比例即为某个收入组在年度间保持不变的比例。为了量化分析收入流动情况,人们在此基础上设计出了一系列指标。常见的Shorrocks指数和加权平均流动率(WAMR) 。其中,Shorrocks指数S定义为S=[N-TR]/(N-1),其中,N表示收入矩阵的分组数,TR表示矩阵的迹。本文将收入划分为10组,较传统的五等分组可以更细致地捕捉收入的流动变化。如果收入是完全流动的,则矩阵的迹为0,S=1.11。如果收入完全不流动,则矩阵的迹为10,S=0。可以看出,S的取值越大,说明流动性越强。但是,Shorrocks指数只考虑了矩阵迹的取值,没有将收入流动程度纳入,所以人们引入了加权平均流动率(WAMR) 。其中i和j分别表示起始年的位置,Pij表示位置移动的概率。加权平均流动率考虑了位置变化的程度,即用| i-j | 作为权重。对于完全不流动的矩阵,W=0,而流动性越强,W也越大。


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为了分析不同年度间样本农户收入流动变化,我们用Shorrocks指数和加权平均流动率(WAMR)研究了 2009—2015年逐年的收入变动趋势,并且区分了含农业补贴和不含农业补贴收入两个口径。从图3可以看出,不管是用Shorrocks指数还是用加权平均流动率(WAMR),样本农户家庭收入的变动趋势基本是一致的,即从2009年开始收入流动性基本保持下降或稳定的态势,但2015年的收入流动性明显上升。含有农业补贴和不含农业补贴的家庭收入在流动趋势上没有差异,且除个别年份外,不含农业补贴的家庭收入流动性均高于含有农业补贴的家庭收入流动程度,意味着农业补贴对改善农民家庭收入流动性没有帮助,相反可能还会有一定的负面影响。不同收入分组的收入流动性变化特征也不一样。从表2可以看出,低收入群体的收入流动性最低。随着收入的提高,收入流动性逐步增强。以10*10的收入矩阵为例,通常第6分组的收入流动性最强。此后,随着收入的提高流动性又会重新进入下降通道。从总体上看,收入流动性随着收入增长呈现出倒U形,且极高收入分组的流动程度要高于极低收入分组的,这意味着穷者恒贫的现象在农村地区还较为突出。

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2.分位数回归法
收入矩阵的方法虽然可以直观看出农业补贴对农户收入流动性的影响,但有两个弊端。一是收入矩阵对收入流动性的描述是分散的,精确性取决于收入分组的数量。如果分组过粗,即使存在收入流动,仍可能被归为同一分组,体现不出流动性。另一方面,通过对比包含农业补贴和不包含农业补贴的收入矩阵,可以看出补贴对收入流动性的影响,但这种方法只能度量出直接影响,补贴通过其他渠道进而影响收入的间接机制无法通过收入矩阵度量出来。为了解决这一问题,更多学者采用分位数回归法,即将样本农户依照收入水平进行分组,在控制了其他变量的影响后,度量农业补贴对不同收入分组样本的边际影响程度。如果农业补贴对低收入群体的收入呈更为显著的正向影响,则这项政策就具有均等化效应。反之,则不具备。此外,采用分位数回归的方法还可以有效地反映出农业补贴政策对中低收入群体即绝对贫困群体的影响。结合前文分析,构建如下计量经济学模型:


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(1)式中,Yit表示样本农户的人均收入。Xit表示影响农户收入的变量。除了农业补贴外,主要包括三类变量。第一类变量是反映生产要素数量或质量的指标,包括劳动力数量、劳动力平均年龄、劳动力平均受教育年限、劳动力占家庭人口比重、人均耕地面积。第二类变量是反映劳动强度的指标,包括农业劳动时间、非农时间占比等。此外,还添加了反映手机和互联网使用的指标,目的是度量农户接触外部致富信息的便捷程度。第三类是反映农户身份的指标,包括是否为村干部户,是否为党员户。LnA为常数项,μi为农户层面的个人固定效应,θt为时间固定效应,为估计误差。α和βi为待估参数。模型采用Galiani et al.(2005)和张琛等(2017)的方法,选择聚类稳健标准误进行参数估计,通过STATA获得估计结果。


本文将全部样本按收入进行了五等份,选择了20% 、40% 、60%和80%四个分位点进行回归。分位数回归的结果如下:首先,从不同分位点的回归结果看,生产要素对农户人均收入的影响均是非常显著的,如劳动力平均受教育年限、人均耕地面积、劳动力数量、劳动力占家庭人口比重都几乎在1%的水平上显著,但劳动力平均年龄指标在各分位点处均不显著,说明不同年龄阶层的劳动力没有明显的收入差异。劳动强度类变量对收入影响差异较大,农业劳动时间占比和非农时间占比的影响分别显著为负和正,说明现阶段非农就业的涉入程度直接影响着农民的收入水平,从事农业生产的农民远没有从事非农生产的农民收入高。农户个体特征对收入的影响不大,是否为村干部和是否为党员的身份差异对收入没有影响。人均手机数量和互联网开通情况对收入的影响也非常显著,拥有更多手机数量和开通互联网程度越好(数值越接近1),则收入水平越高。


以下再来分析农业补贴对农户收入的影响。可以得出结论,农业补贴从总体上对农户收入的影响不显著。从分位点来看,虽然四个分位点的估计系数呈不断下降的趋势,也就意味着农业补贴对中低收入群体的正面影响要大于中高收入群体,但60%和80%分位点的系数不显著,只有20%和40%的分位点在1%的水平上显著。这说明农业补贴对最低和中低收入两类群体有一定的收入再分配效应,但对中高和高收入群体影响不显著。这一结论与利用收入矩阵方法分析得出的结论是基本一致的,即农业补贴不会明显改变农户收入分配状况。


进一步拓展财政补贴对农户收入影响的分析,将因变量中的农业补贴拓展到全口径的财政补贴,来分析财政转移性收入是否具有再分配效应。其他因变量的估计结果与前文基本一致,但财政转移性收入的估计结果发生了变化,在四个分位点上财政转移性收入对农户收入的影响均在1%的水平上显著,且估计系数在不同分位点上逐步降低,说明财政转移支付对低收入群体的影响更大,总体上具有再分配效应。对比模型一和模型二,农业补贴对中高收入群体的再分配效应不明显,其中一个原因可能是现行的农业补贴额度计算与耕地面积高度相关,而耕地面积又与收入水平呈正相关,所以农业补贴没有其他财政转移性收入的再分配效应强。

四、财政支农政策与绝对贫困
(一)绝对贫困的标准
绝对贫困表示低于最低生活保障水平,通常是指没有足够的收入来维持基本生活所必须消费的食物和非食物支出。国际上广为人知的绝对贫困标准是世界银行《1990年世界发展报告》中提出的“1天1美元”标准,它是按购买力平价计算全球最穷的15个国家贫困标准的平均值,基期是1985年的价格水平。此后,世界银行定期更新此标准,目前适用的标准发布于2015年,为每人每天1.9美元,价格基期为2011年。同时,世界银行还发布了另一个更高的贫困标准,为每人每天3.1美元,价格基期同样为2011年,该标准采用的是发展中国家贫困标准的中位数。发达国家由于居民收入水平较高,普遍没有严格意义上的绝对贫困标准,多数采用相对贫困的概念。如美国健康和人类服务部设定的贫困线为居民收入中位数的30%左右,英国和澳大利亚则将贫困线设定为居民收入的50%~60%左右。


我国在1978年正式建立贫困标准,为每人每年100元,这一标准的基础是每人每天要有2100大卡的热量摄入和最基本的非实物需求。此后,我国在2008年和2010年两次调整贫困标准,2100大卡的热量摄入标准没有变化,只是相应调高了非食物需求的内容和占比。现行的贫困标准是2011年召开的中央扶贫开发会议上发布的2300元(以2010年为不变价),这个标准包括食物支出和非食物支出两部分,其中食物部分对应的是2100大卡的热量和60克蛋白质,食物支出占总支出的比重约为50% 。此后,国家统计局每年根据价格水平变动相应调整当年的贫困标准,2018年的贫困标准为2995元,相当于同期农村居民可支配收入的20.5% 。截至2018年,我国农村贫困人口发生率已经从2010年的17.2%下降到1.7% 。需要说明的是,按照目前我国脱贫攻坚中提出的“两不愁,三保障”标准,这一贫困标准主要对应的是“两不愁”的内容,还不包括基本医疗、义务教育、基本住房支出。如果把这三类支出折算成现金支出,则我国的贫困标准将会进一步提高。


如果按不变价格计算,2008年、2010年贫困标准分别相当于1978年的203元和366元,是1978年标准的2倍和3.7倍,说明除价格因素外,我国的贫困标准也在逐步提高,这其中主要源于非食物需求占比的变化,从1978年的15%左右增长到2010年的约50%。从横向比较来看,1978年贫困标准折算成1985年的价格水平且以美元计价为64.4美元,仅相当于世界银行标准的17.6% 。2017年我国的贫困标准折算成美元为437美元,相当于世界银行标准的63%。如果以1:3.5的购买力平价计算,则现行贫困标准可能相当于世界银行较低贫困标准的1.2倍。


(二)农业补贴与绝对贫困
本文在利用固定观察点数据研究绝对贫困问题时,也需要确定贫困标准。国家统计局公布的贫困标准是以农村居民人均可支配收入为基础的,而固定观察点人均收入的口径更大,包含了家庭经营费用,所以在使用国家统计局公布的贫困标准前,必须把每个样本的人均收入扣除相应的家庭经营费用。由表3可以看出,扣除经营费用后,2009—2015年人均收入为10343元,是大口径人均收入12402元的83.4%。其中,人均收入在2009—2015年间的任意一年低于国家统计局贫困标准的样本,即定义为绝对贫困户,6年间共有3580个样本。从贫困发生率的动态变化看,贫困发生率由2009年的7.7%下降到2015年的5.5% 。与国家公布的贫困发生率相比,固定观察点反映的贫困发生率在前期偏低,以后逐步趋同。本文在研究绝对贫困和农业补贴的关系时,即采用筛选后的3580个样本,由于多数样本在调查期间内均出现了6次,所以能够保证面板数据的相对平衡。


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为了研究农业补贴是否有助于农户走出绝对贫困的状态,本文引入了logit模型,其中自变量为分类变量,代表样本是否为绝对贫困状态。如果“是”则定义为1,反之则为0。因变量除了农业补贴以外仍然参考前文的分析框架,包括生产要素、劳动强度、农户属性等类别,具体有农业补贴、劳动力数量、劳动力平均年龄、劳动力平均受教育年限、劳动力平均身体状况、劳动力占家庭人口比重、人均耕地面积、农业劳动时间、所在村是否为城市郊区等指标。经过对比我们可以看出,绝对贫困群体主要是缺少耕地和劳动力等生产要素,且家庭收入主要依靠农业收入的群体。
具体模型为:


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A为常数项,Xit表示影响农户收入的变量,为估计误差,logit模型中。符合逻辑分布,α和βi为待估参数。考虑到模型存在的内生性问题,在回归方法上使用了两步法进行回归,即先用最小二乘法估计农业补贴的拟合值,再用该拟合值作为解释变量重新回归。同时,采用bootstrap反复抽样的方法,对内生性问题进行稳健性检验,检验结果表明两步法拟合的结果是可靠的。


从模型的估计结果可以看出,对于农业补贴而言,人均农业补贴的对数每 增加1则成为绝对贫困户的概率将下降30.6% ,且在 1% 的水平上显著,说明农业补贴对缓解农 户陷入绝对贫困是有效的。这一估计结果也从侧面印证了表4的估计结果,即农业补贴有助于增 加低收入群体的收入。继续将农业补贴扩展到全口径的转移性收入进行分析,可以看出全口径转移性收入对于降低陷入绝对贫困的风险更加明显,转移性收入的对数每增加1则成为绝对贫困户的概率将下降36.1% ,高于农业补贴5.5个百分点。这可能源于其他转移性收入对贫困特征的瞄准更加精准,而农业补贴则过多基于生产要素的现状来分配。如有些耕地面积较大的农户,容易获得较多的农业补贴,本身不容易陷入绝对贫困的境地。


其余控制变量的估计结果基本符合预期。劳动力年龄、身体状况、农业劳动时间占比等因素的系数均为正值,且均在1%的水平上显著,说明随着年龄的增加、身体状况的恶化、农业劳动时间占比的增加,陷入绝对贫困的风险也相应增加。而受教育年限、人均耕地面积和劳动力占家庭人口占比的估计系数为负值,且分别在1% 、10% 、1%的水平上显著,说明教育水平提高、耕地面积增加和劳动力占比高都有助于缓解陷入绝对贫困的风险。农户所在村庄是否为郊区对其本身的绝对贫困状况没有显著影响。需要说明的是,对于绝对贫困群体,劳动力数量越多反而会增加陷入绝对贫困的风险,这与表4分析的结果是恰恰相反的。对于整个样本农户,劳动力作为重要的生产要素,其数量会显著增加收入是不难理解的。绝对贫困家庭劳动力越多越贫困的合理解释是:对于绝对贫困群体,劳动力很可能处于失业状态的多。受其他要素的制约,更多的劳动力并不能带来产出和收入的增加,反而可能会增加相应的支出,从而引起绝对贫困。

五、研究结论
从前文收入不平等和绝对贫困群体收入情况的实证分析结果来看,目前中国的农业补贴制度,虽然能少量增加农户的家庭收入,但基本不能起到调节农村收入分配状况的作用。虽然农业补贴有助于缓解绝对贫困群体的生存状况,但相比于其他类别的转移性收入,农业 补贴发挥的减贫作用并不具有优势。综合来看,农业补贴保收入的政策目标并没有得到很好的落实。具体原因主要包括以下三个方面:


一是真正发放给农民家庭或个体的补贴占比不多。以中央财政为例,2016年中央财政支农政 策体系中直接发放到农户个人的金额大约有3000亿元,算上地方财政补充的部分,直接补贴占到全口径财政支农支出基本在20%左右。出现这一局面有着深刻的制度原因。一方面,我国实行统分结合的双层经营体制。在家庭联产承包责任制的背景下,小农耕作和适度规模经营是主体,这些小规模经营主体不太可能承担起农村生产性基础设施的建设和维护责任,建设和维护的主体责任集中在国家和村集体,这就意味着国家必须将大量投入用于这方面的支出。另一方面,现阶段我国农业领域政府和市场的各自定位还不明确,导致财政支农投入的边界也不清晰,相当一部分 财政支农投入被用到了农业产业化龙头企业等竞争性领域。如果缺少利益联结机制,也会导致真正落到农民手上的补贴比例十分有限。反观欧美发达国家,在土地私有化基础上的家庭农场经营体制下,政府和市场的行为边界十分清晰,且农场主是农业生产生活基础设施建设和运行维护的主体,所以农业补贴可以以直接补贴为主要的存在形式。


二是直接补贴覆盖面过广,影响了补贴的精准度。虽然总规模有近3000亿元,但覆盖了林地、草地、耕地等多种土地类型,实行大而全、广覆盖的普惠制。以粮食种植补贴为例,3000亿元中补助普通粮食生产的主要是农业支持保护补贴、目标价格补贴和生产者补贴,补贴规模约2000亿元左右。其中,全国近20亿亩的耕地都可以参与农业支持保护补贴的分配,每亩平均约70元。只有实施目标价格补贴和生产者补贴的东北和新疆地区亩均补贴略高,叠加农业支持保护补贴后每亩约有150元。目前,全国绝大多数地区土地耕作细碎化程度高,多数地区人均耕地不足3亩,如此计算人均补贴只有200元,不足人均收入的2%。全国只有东北和西北部分地区人均 耕地面积较大。特别是东北地区,人均耕地面积超过20亩,补贴标准也较高,人均获得的补贴规模可达3000元,补贴收入占人均收入可达到30% 。


三是直接补贴的发放简单与土地挂钩,弱化了再分配效应。我国农业耕作的特点决定了普惠制的农业补贴发放成本极高。如果要增加农业补贴的瞄准性,就必须要和家庭状况以及实际耕作情况相挂钩,但这一方面可能会被归结为黄箱补贴,存在是否符合入世承诺的问题,另一方面不可避免地要以大规模的家计调查或生产调查为基础,由此带来的操作成本极高。以在新疆地区实施的棉花目标价格补贴为例,由于和当期生产直接挂钩,政府不得不动用卫星遥感监测等手段,并借助庞大的基层干部队伍逐户监测其棉花产量以确定补贴金额。为了避免这些问题,目前多数农业补贴的发放都仅与历史种植面积或土地承包面积直接挂钩。由于土地是农村重要的生产要素,土地充裕的家庭往往收入也较高,所以这种分配方法恰恰弱化了补贴的再分配效应。


为了更好突出农业补贴的收入保障功能,提高补贴政策的精准度,必须对现有补贴的瞄准机制做两个调整。一是人群上不能搞普惠制,而是要把有限的直接补贴向低收入群体倾斜。可以先从直接补贴中最具普惠制特征的农业支持保护补贴入手,逐步将其调整为针对弱势群体的收入补贴,先期可拿出一半约700亿元,并将其与现有的困难群众救助补助资金中用于农村低保的部分整合(估算也有700亿元),专门补助相对贫困的农村弱势群体。以农村建档立卡贫困户为基础,再适当考虑边缘人口,按1亿人计算,人均每年可补助1400元,约占到人均可支配收入的40%。二是发放方式上不能简单与土地面积挂钩。这部分农业支持保护补贴调整为单纯的收入补贴后,性质上没有必要再和土地挂钩。操作上可以以目前的农村低保发放范围为基础,兼顾目前未纳入低保范围的建档立卡贫困户以及边缘人群,具体发放时可根据贫困程度设置一定的极差。由于近年来大规模的建档立卡贫困户识别确认,基层政府对农民的家计情况有了深入的了解,因此采用这种发放方式的操作成本并不会太高。将来随着农村低保制度和建档立卡贫困户管理制度的逐步统一,可完全纳入到农村低保的制度框架中进行动态管理。


需要说明的是,扣除调整为收入补贴的700亿元以及林草等补贴后,直接发放农民的农业补贴约有2000亿元,这部分补贴的政策定位主要是促进粮食生产,亩均补贴标准约100元。在直接补贴总量增长有限的背景下,这一补贴强度对农业生产的刺激有限,必须进一步提高补贴的瞄准度和集中度。如可考虑重点围绕“一大一小”两个方向,“大”即重点鼓励规模经营主体和家庭农场,主要采用信贷和保险的支持方式;“小”即重点鼓励小农户与社会化服务体系的连接,降低农业耕作的操作成本。两者都必须以具体的农业生产为获得补贴的前提,不再简单与土地承包面积挂钩。对于仍然从事个体耕作和自给自足的小农户,直接补贴要逐步退出。考虑到现有的补贴仅占到农民收入的2%左右,因此取消这部分补贴后对农民的实际影响较为有限。


文章来源:朱青  卢成,《财政支农政策与农民收入的实证研究———基于农业补贴的视角》,《暨南学报( 哲学社会科学版)》,2020年3月,总第254期。本文略有删减。

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